CC BY
7
УДК 330.111.4:330.114-047.44:334.78
ФАКТОРИ, ЩО ВПЛИВАЮТЬ НА СТРУКТУРУ КАП1ТАЛУ КОРПОРАТИВНИХ П1ДПРИСМСТВ
© 2015
ГР1НЧЕНК0 В. 0.
УДК 330.111.4:330.114-047.44:334.78
Гршченко В. О. Фактори, що впливають на структуру кашталу корпоративних пщприемств
Метою cmammi е визначення структуры каптапу укранських корпоративних тдприемств i фактор/в, як/ на не! впливають. Визначено тдходи р/зних науковц/в до суттевостi та напряму зв'язку основних фактор/в i3 структурою каттапу. Обраховано та проанап/зовано отриманi значення показник/в структури каттапу для виб/рки укра!нських пдприемств, корпоративт права яких знаходяться в об/гу на фондових ринках. Проведено вертикапьний анатз епемент/в структури каттапу укра!нських корпоративних тдприемств. Визначено, що обранi укра!нсьш корпоративнi тд-приемства ф'шансують свою д'тпьтсть iз впасних i позичкових кошт'в у р/внй м/р/, а у структурi позичкових джереп ф'шансування можна просте-жити значне переважання короткострокового ф'шансування порвняно з довгостроковим. Побудовано п'ятифакторну регресшну модепь структури каптапу за допомогою методу найменших квадрат/в. Виявпено суттевий позитивний зв'язок м/ж можпивостями зростання пдприемства та р/внем позичкового каптапу та суттевий негативний зв'язок м/ж рентабепьн'ктю та р/внем позичкового каттапу. Визначено, що такi показ-ники, як розм/р тдприемства, структура актив/в та тждшсть не мають суттевого зв'язку iз структурою каттапу анатзованих пдприемств. Ключов'! слова: структура каттапу, фактори вппиву на структуру каттапу, ф/нансовий певеридж, економетричнi модепi, регресшний анап/з, метод найменших квадрат/в. Табл.: 8. Ббл.: 15.
Гршченко Вiкторiя Олександ^вна - асистент, кафедра корпоративних ф'нанав i контроп/нгу, Ки/вський нацюнапьний економ/чний ун/верситет iм. В. Гетьмана (пр. Перемоги, 54/1, Ки!в, 03680, Укра!на) E-mail: [email protected]
УДК 330.111.4:330.114-047.44:334.78 Гринченко В. А. Факторы, влияющие на структуру капитала корпоративных предприятий
Цепью статьи явпяется опредепение структуры капитапа украинских корпоративных предприятий и факторов, которые на нее впияют. Опредепены подходы разпичных ученых к значитепьности и направпению связи основных факторов со структурой капитапа. Рассчитаны и проанапизированы попученные значения показатепей структуры капитапа дпя выборки украинских предприятий, корпоративные права которых находятся в обращении на фондовых рынках. Проведен вертикапьный анапиз эпементов структуры капитапа украинских корпоративных предприятий. Опредепено, что выбранные украинские корпоративные предприятия финансируют свою деятепь-ность из собственных и заемных средств в равной степени, а в структуре заемных источников финансирования можно проспедить значи-тепьное преобпадание краткосрочного финансирования по сравнению с допгосрочным. Построена пятифакторная регрессионная модепь структуры капитапа с помощью метода наименьших квадратов. Вы-явпена существенная попожитепьная связь между возможностями роста предприятия и уровнем заемного капитапа и существенная негативная связь между рентабепьностью и уровнем заемного капитапа. Опредепено, что такие показатепи, как размер предприятия, структура активов и пиквидность не имеют существенной связи со структурой капитапа анапизируемых предприятий. Ключевые слова: структура капитапа, факторы впияния на структуру капитапа, финансовый певеридж, эконометрические модепи, регрессионный анапиз, метод наименьших квадратов. Табл.: 8. Библ.: 15.
Гринченко Виктория Александровна - ассистент, кафедра корпоративных финансов и контроппинга, Киевский национапьный экономический университет им. В. Гетьмана (пр. Победы, 54/1, Киев, 03680, Украина) E-mail: [email protected]
UDC 330.111.4:330.114-047.44:334.78 Grinchenko V. O. Factors Influencing the Capital Structure of Corporate Enterprises
The article is aimed at determining the capital structure of the Ukrainian corporate enterprises together with the factors that cause influence upon it. The article identifies approaches by various scientists to the significance as well as direction of relationship of the main factors with its capital structure. The obtained values of the indicators of capital structure for a sample of Ukrainian enterprises, corporate rights of which are circulating in the stock markets, were calculated and analyzed. A vertical analysis of elements of capital structure of Ukrainian corporate enterprises has been carried out. It has been determined that the selected Ukrainian corporate enterprises are securing their activities by means of both own and the borrowed funds equally, and that in the structure of the leveraged funding sources a significant preponderance of short-term funding versus long-term can be traced. A five-factors regression model of capital structure has been built using the method of least squares. As have been identified, there is a significant positive relationship between growth opportunities of enterprise and the level of borrowed capital as well as a significant negative relationship between profitability and the level of borrowed capital. It has been determined that such indicators as company size, structure of assets and liquidity do not have any substantial connection with the capital structure of the enterprises, which have been analyzed. Keywords: capital structure, factors influencing capital structure, financial leverage, econometric models, regression analysis, method of least squares. Tabl.: 8. Bibl.: 15.
Grinchenko Viktoriia O. - Assistant, Department of Corporate Finance and Controlling, Kyiv National Economic University named after V. Getman (pr. Pe-remogy, 54/1, Kyiv, 03680, Ukraine) E-mail: [email protected]
Структура кашталу тдприемства e одшею з важ-ливих концепцш у теори корпоративних фшан-сш. Незважаючи на те, що проблемi визначення оптимально'1 структури кашталу присвячено чимало праць в^чизняних i зарубiжних науковщв, вона е одшею з найбкьш сшрних питань у фшансовш л^ературЬ Питанню знаходження факторiв впливу на структуру кашталу присвячено багато наукових праць, однак результата дослцжень неоднорцш з точки зору значу-
щост та напряму впливу рiзних факторiв на структуру кашталу i часто протирiчать один одному.
Теорiя структури кашталу та визначення факторiв, що на не! впливають, е предметом науково! дискуси до-сить давно. Початок цш дискуси щодо значення структури кашталу та и впливу на дшльшсть тдприемств по-клали теореми М. Мклера i Ф. Модкьяш, розроблеш у 1958 та 1963 роках. Перша теорема свцчить про вцсут-шсть зв'язку мiж структурою кашталу та вартктю шд-
приемства, у той час як друга теорема св1дчить про по-датков1 переваги позичкових кошт1в у вигляд1 податко-вого щита. Питанню оптим1заци структури кап1талу та визначальних фактор1в структури кап1талу присвячено багато праць як заруб1жних, так 1 в1тчизняних учених. Заруб1жн1 вчен1, так1 як С. Майерс, Н. Майлуф, С. Т1т-ман, Р. Весселс, М. Бредл1, Е. О. Ф1шер, О. Вкьямсон, М. Харр1с, А. Рав1в, М. Беркл1, А. Беван, Е. Ф. Фама та шш1 займалися вивченням значущост1 р1зних фактор1в на структуру капталу. Питання структури капталу та 11 оптим1защ!вивчалитаю укра'1нськ1 вчеп, як КостюкО. М., Бондаренко Л. П., Кононов О. Ю., Кочкодан В. Б., Квас-ницька Р. С., Безгшова Л. I., Гурнак О. В., Матвшчук Л. О., Байстрюченко Н. О. Водночас досл1дженню фактор1в, що впливають на структуру кашталу украшських пд-приемств, придкено недостатню увагу у в1тчизнян1й фшансовш л1тератур1.
Дана стаття присвячена визначенню структури ка-п1талу та фактор1в, як1 на не'1 впливають, на украшських пдприемствах, корпоративн1 права яких знаходяться в об1гу на фондових ринках. Метою статт1 е визначення значущост та напряму впливу певних показник1в на структуру кап1талу за допомогою регресшного анал1зу.
1. ТЕОР1Я СТРУКТУРИ КАП1ТАЛУ ТА ВИЗНАЧЕННЯ ФАКТОР1В, ЩО НА НЕТ ВПЛИВАЮТЬ
Визначення оптимально! структури кашталу е одним з найбкьш сшрних питань корпоративних фшанйв в1дколи М. Мклер 1 Ф. Модкьяш запропонували свою теорш структури кап1талу у 1958 р. [9]. З того часу було розроблено деккька теорш структури кашталу, основ-ними з яких е компромкна теор1я та теор1я 1ерархГ1 дже-рел ф1нансування. Зпдно з компром1сною теор1ею оптимальна структура кашталу визначаеться як компромк м1ж податковими перевагами позичкового кашталу (по-датковий щит) 1 збитками в1д можливого банкрутства. Теор1я 1ерархГ1 джерел ф1нансування припускае, що за наявност1 1нформац1йно'1 асиметри п1дприемства схиль-н1 ф1нансувати свою д1яльн1сть 1з внутршнк джерел, та коли виникае потреба у зовншньому ф1нансуванн1, шдприемства надають перевагу позичковому кап1талу по в1дношенню до випуску акц1й [4]. Базуючись на цих теор1ях структури кашталу, було проведено багато емш-ричних досл1джень з метою визначення чинниюв впливу на структуру кашталу. Однак жодна з теорш не знай-шла беззаперечного шдтвердження.
ТеорЦ структури кап1талу визначають потенцшш фактори, як1 мають вплив на р1вень позичкового каш-талу шдприемств. Хоча серед науковц1в немае едино! точки зору на значущкть впливу р1зних фактор1в на структуру кашталу, однак вчеш погоджуються з тим, що варткть залучення джерел фшансування, а саме -варт1сть власного та позичкового кашталу - е одним з першочергових фактор1в при прийнятт1 р1шення про структуру капталу. П1дприемства обирають таку структуру кашталу, за яко! м1н1м1зуеться витрати на його об-слуговування. Чим меншою е ставка витрат на каптал, тим бкьшою е варткть п1дприемства.
Серед багатьох фактор1в, яю розглядаються у р1з-них працях, присвячених факторам впливу на структуру капталу, автор визначив т1, що анал1-зуються в бкьшост1 праць. Такими факторами е можли-вост1 зростання, розм1р п1дприемства, рентабельн1сть, структура актив1в та л1кв1дн1сть. Однак 1снують значш розб1жност1 м1ж теор1ями структури капталу щодо сут-тевост1 та напряму впливу цих фактор1в на структуру капталу. Проанал1зуемо р1зн1 точки зору на вплив вище-названих фактор1в на структуру кап1талу п1дприемств.
Можливост зростання. С. Майерс досл1див, що компан! з високою часткою боргового фшансування мають тенденщю до в1дмови в1д 1нвестиц1йних проект1в з позитивною чистою приведеною варткстю завдяки впливу шформацшно! асиметри [11]. Отже, зщно 1з С. Май-ерсом, компани з бкьшими швестицшними можливо-стями (що е не що шше, як можливост1 зростання) мають нижчу частку боргу у структур! фшансування.
С. Т1тман ! Р. Весселс у сво!й пращ доводять, що можливост! зростання е нематер1альними, отже, вони не можуть бути використап як об'ект застави [15]. Осккьки можливост! зростання не приносять дох1д у даний перюд часу, компан!! не мають схильност! брати на себе обов'язки по борговому фшансуванню на цьому етап. Таким чином, компан!! з можливостями зростання не мають схильност! до збкьшення боргово! частки у структур! фшансування.
Теор1я ¡ерархи джерел фшансування також перед-бачае негативний зв'язок м1ж можливостями зростання та часткою позичкового капталу. Зпдно з С. Майерсом та Н. Майлуфом шформацшна асиметр1я вимагае додат-ково! прем!! за залучення зовншнк кошт1в [13]. Отже, для шдприемств з високими можливостями зростання фшансування зростання з позичкових кошт1в е дуже дорогим. Однак С. Майерс зазначае, що шформацшна аси-метр1я може бути пом'якшена в раз1 залучення п1дпри-емством короткострокового фшансування [11]. Зпдно з С. Майерсом можливост! зростання мають негативний зв'язок з р1внем довгострокового та позитивний зв'язок з р1внем короткострокового позичкового капталу. Боргов! кошти, що пдлягають погашенню до того, як буде реализовано швестицшний проект, не е фактором в1д-мови в1д !нвестиц1йних проект1в з позитивною чистою приведеною вартктю. Отже, зпдно з С. Майерсом, по-зиковий каптал найкраще залучати у вигляд1 коротко-строкових боргових кошт1в за договором, який буде пе-реглядатися на постшпй та посл1довн1й основу за умо-ви, що пдприемство може у будь який час звернутися до шших джерел фшансування.
Розмiр пiдприeмства. Теор1я компром1су та тео-р1я 1ерархй джерел фшансування знаходять позитивний зв'язок м1ж розм1ром п1дприемства 1 часткою боргового фшансування. З точки зору теори компромку п1дпри-емства знаходять компром1с м1ж перевагами боргового ф1нансування, такими як зменшення податк1в за раху-нок податкового щита, та недолжами, такими як збитки в1д можливого банкрутства.
Р. Раджан 1 Л. Зшгалес у сво!й робот1 доводять, що велию п1дприемства в основному е бкьш диверсиф1ко-ваними, отже, зазнають банкрутства р1дше, н1ж мал1 [14].
Таким чином, доведено кнування позитивного зв'язку м1ж розм1ром п1дприемства 1 ршнем боргового фшансу-вання.
А. Беван 1 Дж. Данболт також знайшли позитивний зв'язок м1ж розм1ром тдприемства 1 ршнем боргового ф1-нансування [6]. Осюльки велик1 п1дприемства мають кре-дитний рейтинг, вони мають бкьший доступ до небанкш-ського позичкового фшансування, отже, р1вень !х позич-кового фшансування вищий, шж у малих п1дприемств.
Рентабельнiсть. М. Мклер 1 Ф. Модкьяш доводили, що тдприемства надають перевагу позичковому фшансуванню завдяки виключенню проценйв за ко-ристування позичковими коштами з оподатковувано-го прибутку [10]. З цього сл1дуе, що високоприбутков1 п1дприемства обирають високий р1вень боргового ф1-нансування з метою отримання податкового щита. Од-нак у сво!х подальших працях М. Мклер визначив, що дане твердження мае певш обмеження, беручи до уваги ефект податку на доходи ф1зичних ос1б.
Альтернативною гшотезою стосовно зв'язку до-х1дност1 та структури кап1талу е досл1дження С. Майер-са 1 Н. Майлуфа 1 теор1я шрархи джерел фшансування С. Майерса [13, 12]. Дана теор1я стверджуе, що тдприемства надають перевагу внутрштм джерелам фшансування над зовнштми завдяки асиметри шформаци на ринку. Отже, прибутков1 компани ф1нансуватимуть свою д1яльнкть скор1ше з нерозподкеного прибутку, шж 1з залучених джерел.
Структура активiв. С. Т1тман 1 Р. Весселс, а також М. Харрк 1 А. Рав1в знаходять позитивну кореляцш м1ж часткою основних засоб1в в активах 1 р1внем позичкового кашталу та доводять, що даний фактор е найважливь шим у визначенш р1вня позичкового кап1талу [15, 8].
Р. Раджан 1 Л. Зшгалес також знаходять позитивну кореляцш м1ж часткою основних засоб1в 1 позичковим капталом, обгрунтовуючи це тим, що позичкове фшансування може бути доступншим для шдприемств з ви-соким р1внем майна, яке можна надати у заставу [14]. Аналопчне пояснення пропонують також таю вчеш, як Дж. Скотт, О. Вкл1амсон, М. Харрк 1 А. Рав1в.
Лiквiднiсть. В1дпов1дно до теори шрархи джерел ф1нансування п1дприемства з високим р1внем л1кв1дних актив1в, таких як гот1вка та ц1нн1 папери, надають перевагу внутршшм джерелам фшансування, зважаючи на кнування шформацшно! асиметри. Отже, п1дприемства з вищим показником л1кв1дност1 мають нижчий р1вень позичкового ф1нансування.
У дан1й статт1 автор проанал1зував показники, елементи структури кашталу та фактори впливу на структуру кашталу виб1рки укра!нських корпоративних шдприемств. За допомогою побудови економетрично! модел1 автор визначив значущ1сть та напрям впливу можливостей зростання, розм1ру тдприемства, рентабельности структури актив1в та л1кв1дност1на структуру кап1талу обраних п1дприемств.
2. ХАРАКТЕРИСТИКА АНАЛ1ЗОВАНОТ
ВИБ1РКИ П1ДПРИ€МСТВ
Для анал1зу було обрано 18 укра!нських корпоративних шдприемств, яю входять до 1ндексного кошику
ПФТС та Укра!нсько! б1рж1 та е найбкьш л1кв1дними акц1ями, що торгуються на даних торговельних майдан-чиках. Усього до розрахунку шдекйв входять 20 шдпри-емств, 2 з яких е ф1нансовими установами (Райффайзен банк Аваль та Укрсоцбанк) 1 були виключеш з анал1зова-но! виб1рки (табл. 1).
Даш для анал1зу структури кап1талу взято 1з сайту Агентства з розвитку шфраструктури фондового ринку Укра!ни [1]. Дана агенц1я м1стить базу даних приблизно 20 тис. емггент1в, включаючи фшансову зв1тн1сть та не-регулярну шформацш, починаючи з 2003 р.
3. АНАЛ1З ПОКАЗНИК1В СТРУКТУРИ КАП1ТАЛУ
Для анал1зу структури кап1талу вибраних шдпри-емств ми розрахували таю показники, як коефщент сшв-в1дношення позикового та власного кап1талу (финансового левериджу), коефгщент концентраци позичкового капталу, коеф1ц1ент концентраци довгострокового позичкового капталу, коефгщент структури позичкового капталу, коефщшнт довгострокового залучення кашталу.
Нами було розраховано вищезазначеш коефщшн-ти для виб1рки п1дприемств за 2014 р. (табл. 2).
Анал1зуючи коефщшнт фшансового левериджу з табл. 2, можемо побачити, що у половини анал1зованих шдприемств даний коефщшнт становить менше 1, у той час як у шшо! половини шдприемств бкьше 1. Середньо-зважене значення даного показника неточно в1дображае ситуацш за рахунок високого показника бнаюевського металург1йного заводу, що впливае на розрахунок се-редньоарифметичного значення. Мед1анне значення у даному випадку е бкьш точним показником середньо-го коеф1ц1ента ф1нансового левериджу 1 вказуе, що на одиницю власного кашталу припадае 0,78 позичкового кашталу, що св1дчить про переважання власного кашталу у структур! фшансування. Водночас середне значення показника концентраци позичкового кашталу св1дчить про те, що у данш виб1рщ шдприемств позичковий каш-тал складае 71% загально! суми джерел кошйв.
Середне значення коефщшнта концентрацЦ довгострокового позичкового капталу становить 0,2, а мед1ан-не 0,08, середне значення коефщента структури позичкового кашталу складае 0,23, мед1анне ж, своею чергою, 0,14, що вказуе на переважання короткострокового боргового фшансування пор1вняно з довгостроковим. У 15 з 18 шдприемств (83%) переважають короткостроков1 джерела позичкового кашталу поршняно з довгостроковими.
Середне значення коефщшнта довгострокового залучення кашталу становить 0,35, мед1анне - 0,09, що св1дчить про низьку частку позикових кошт1в у загаль-н1й сум1 джерел, залучених на довгостроковш основ1. Лише 4 шдприемств з 18 (22%) надають перевагу пози-ковим коштам над власними у загальнш суш довгостро-кових джерел ф1нансування.
Отже, можна простежити в1дсутнкть ч1тко! тен-денци до переважання позичкових чи власних джерел ф1нансування у вибраних шдприемствах. У структур1 позичкових джерел фшансування значно переважають короткостроков1 джерела. У структур! довгострокових джерел ф1нансування значно переважають власш кошти пор1вняно з позичковими.
Пщприемства, що входять до розрахунку шдекав ПФТС та УкраУнськоУ бiржi
№ Назва ем^ента До розрахунку якого iндексу входить Кшьккть цшних паперiв в обку, шт. Вага акцш у шдека ПФТС, % (09.07.2015 р.) Вага акцш у шдека УБ, % (31.08.2015 р.)
1 Алчевський металургшний комбшат ПФТС, УБ 25 775 254 803 0,8 1,8
2 Авдивський коксохшчний завод ПФТС, УБ 195 062 500 1,0 1,8
3 Азовсталь ПФТС, УБ 4 204 000 000 7,5 16,6
4 Райффайзен Банк Аваль ПФТС, УБ 29 977 749 080 5,6 12,2
5 Центренерго ПФТС, УБ 369 407 108 15,0 20,0
6 Днтроенерго ПФТС 5 967 432 2,9 х
7 Донбасенерго ПФТС, УБ 23 644 301 4,2 8,3
8 ёнакквський металургшний завод ПФТС, УБ 10 550 688 1,0 1,9
9 Харцизький трубний завод ПФТС 2 598 495 120 0,6 х
10 Крюшський вагонобудвний завод ПФТС, УБ 114 679552 3,8 8,6
11 Мотор С|ч ПФТС, УБ 2 077 990 15,0 20,0
12 Полтавський ГЗК ПФТС 191 000 000 4,8 х
13 П|вн1чний ГЗК ПФТС 2 304 075 800 4,8 х
14 Концерн Стирол ПФТС 27 125 280 1,0 х
15 Стаханвський вагонобудвний завод ПФТС 226389 510 0,3 х
16 Укрнафта ПФТС, УБ 54 228 550 15,0 8,9
17 Укрсоцбанк ПФТС 24 675 214 419 0,7 х
18 Укртелеком ПФТС 18 726 248 000 12,5 х
19 Ясишвський коксохшчний завод ПФТС 273 598 680 0,4 х
20 Захщенерго ПФТС 12 790 541 3,3 х
Усього х х 100,0% 100,0%
Джерело: складено автором за матерiалами [2, 3].
Таблиця 2
Показники структури кашталу украУнських пщприемств на 31.12.2014 р.
№ Назва пщприемства Коефщкнт сшввщношення ПК та ВК Коефщкнт концентрацп ПК Коефщкнт концентрацп ДЗ Коефщкнт структури ПК Коефщкнт довгостроко-вого залучен-ня кашталу
1 2 3 4 5 6 7
1 Алчевський металургшний комбшат -2,27 1,79 1,21 0,68 2,87
2 Авдй'вський коксохшчний завод 0,59 0,37 0,06 0,17 0,09
3 Азовсталь 0,89 0,47 0,07 0,16 0,12
4 Центренерго 1,18 0,54 0,04 0,07 0,07
5 Днтроенерго 0,60 0,37 0,04 0,10 0,06
6 Донбасенерго 1,86 0,65 0,09 0,13 0,20
7 ёнакквський металургшний завод 28,48 0,97 0,23 0,24 0,87
8 Харцизький трубний завод 0,84 0,46 0,05 0,12 0,09
9 Крюювський вагоно-буд1вний завод 0,37 0,27 0,12 0,10 0,03
10 Мотор Сч 0,54 0,35 0,11 0,01 0,01
11 Полтавський ГЗК 2,62 0,72 0,63 0,87 0,70
<С т I—
о
со 1=
<
о
<
о
ш
Закшчення табл. 2
1 2 3 4 5 6 7
12 Пвшчний ГЗК 0,38 0,28 0,10 0,36 0,12
13 Концерн Стирол -1,53 2,88 0,03 0,01 -0,02
14 Стахашвський вагоно-буд1вний завод 2,55 0,72 0,53 0,73 0,65
15 Укрнафта 1,24 0,55 0,04 0,07 0,08
16 Укртелеком 0,73 0,42 0,00 0,01 0,00
17 Ясишвський коксохшч-ний завод 0,45 0,31 0,06 0,20 0,08
18 Захщенерго 2,32 0,70 0,13 0,19 0,31
Середне арифметичне значення 2,32 0,71 0,20 0,23 0,35
Медiанне значення 0,78 0,51 0,08 0,14 0,09
Максимальне значення 28,48 2,88 1,21 0,87 2,87
МЫмальне значення -2,27 0,27 0,00 0,01 -0,02
<С т I—
о
со
о_ 1=
<
о
<
2 ш
Джерело: складено автором за матерiалами [1].
4. ВЕРТИКАЛЬНИЙ АНАЛ1З ЕЛЕМЕНТ1В
СТРУКТУРИ КАП1ТАЛУ
Для анал1зу структури капталу 18 укра!нських корпоративних п1дприемств було проведено вертикаль-ний анал1з елемент1в кап1талу виб1рки укра!нських корпоративних пдприемств, наведених у табл. 1, станом на 31.12.2014 р. (табл. 3).
Анал1зуючи результати вертикального анал1зу структури капталу певних укра!нських пдприемств, можемо побачити, що вибран1 пдприемства ф1нансують свою д1яльн1сть як 1з власних, так 1 з позичкових кошт1в однаковою м1рою, про що св1дчить мед1анне значення власного капталу 49% у структур! пасив1в 1 позичкового капталу 51%. Мед1анне значення доцкьшше викорис-товувати для анал1зу в даному випадку, осккьки на се-
редньозважене значення мало вплив негативне значення власного капталу у двох анал1зованих пдприемств - Ал-чевського металургшного комб1нату та Концерну Стирол, що робить середньоарифметичне значення нерепре-зентативним. При розрахунку середньоарифметичного значення без урахування вищеназваних пдприемств воно дор1внюе мед1анним показникам 51% власного та 49% позичкового капталу у структур! фшансування.
Анал1зуючи структуру позичкового фшансуван-ня, можна простежити значне переважання коротко-строкового ф1нансування пор1вняно з довгостроковим. Середньоарифметичне значення довгострокового по-зичкового кап1талу становить 21% пасиву, у той час як короткострокового - 50%. Бкьш репрезентативними е мед1анп значення, яю становлять 8% пасиву для довго-
Таблиця 3
Вертикальний аналiз капiталу украУнських пщприемств на 31.12.2014 р. (у % до пасиву)
Показник Середньоарифметичне значення, % Медiанне значення, % Максимальне значення, % М^мальне значення, %
Власний капрал 29 49 73 -188
Позичковий капрал 71 51 288 27
Довгостроковi зобов'язання i забезпечення 21 8 121 3
Довгостроков1 кредити банш 10 0 121 0
Вщстрочеш податков1 зобов'язання 1 0 4 0
Пенсмш зобов'язання 1 0 4 0
Довгостроков1 забезпечення 1 0 4 0
1нш1 довгостроков1 зобов'язання 7 0 62 0
Поточш зобов'язання i забезпечення 50 39 284 7
Короткостроков1 кредити банш 4 0 25 0
Кредиторська заборгованкть 36 27 158 6
Поточш забезпечення 1 0 5 0
Доходи майбутшх перюд1в 0 0 1 0
!нш1 поточш зобов'язання 9 1 110 0
Джерело: складено автором за матерiалами [1].
строкового та 39% для короткострокового позичкового фшансування. Мшмальне значення довгострокового фшансування становить 3% пасиву в Концерну Стирол, а для короткострокового - 7% у Полтавського ГЗК. Серед довгострокових зобов'язань основну частку займають довгостроковi кредити банив, у той час як серед поточ-них зобов'язань - кредиторська заборгованiсть, серед-ньоарифметичне значення яко'1 складае 36%, а медiанне -27% валюти балансу. Це свiдчить про те, що торговий кредит е основним джерелом позичкового фшансування для обраних тдприемств. Широке використан-ня торгового кредиту як основного джерела залучених кошпв свцчить про рацюнальну полiтику фшансування, осюльки iншi форми боргового фшансування при-зводять до значних витрат на ïx обслуговування.
Отже, обранi украïнськi пiдприемства фшансу-ють свою дiяльнiсть у першу чергу з власного кашталу та за рахунок торгового кредиту. Бан-кшсью кредити (як довгостроков^ так i короткостроко-вi) займають незначну частку в структурi фiнансування. Результати нашого аналiзу корелюють з теорiею iерарxiï фiнансовиx джерел, запропонованою Г. Дональдсоном та модифiкованою С. Майерсом i Н. Майлуфом [13]. Згiдно з даною теорiею менеджери сxильнi надавати перевагу фшансуванню з внутршнк джерел. Якщо вну-тршнк фiнансовиx ресурав недостатньо, то залучаеть-ся боргове фшансування.
5. ПОБУДОВА БАГАТОФАКТОРНОТ МОДЕЛ1
СТРУКТУРИ КАП1ТАЛУ
За допомогою економетрично'1 моделi ми визна-чили вплив рiзниx факторiв (незалежних змiнниx) на показник структури кашталу (залежну змшну). Аналiз параметрiв моделi було проведено за допомогою методу найменших квадрапв. Для цкей даного аналiзу показ-ником структури капiталу (залежною змшною Y) було обрано коефiцiент концентраци позичкового капiталу, який розраховуеться як вцношення позичкового каш-талу до загально'1 суми активiв i визначае частку позичкового кашталу у загальнш валют балансу.
Аналiзуючи фактори впливу на структуру кашталу (незалежш змшш Xi) у частинi 1 дано'1 статтi, ми визна-чили такi основнi фактори впливу:
1. Можливосп зростання пiдприемства.
2. Розмiр пiдприемства.
3. Рентабельнiсть.
4. Структура активiв.
5. Лiквiднiсть.
Ми розрахували середне арифметичне значення незалежних змшних за три роки (2011-2013) i показниюв структури капiталу (залежних змшних) за 2014 р. Даш часовi перюди розрахунку до-помагають отримати бкьш точнi результати, адже об-рахунок незалежних змiнниx за перюди, попередш до обраховано'1 залежно'1 змшно'1, зменшуе виникнення по-тенцiйного зворотного впливу мiж залежною та пояс-нювальними змiнними. У той час як визначення серед-нього значення незалежних змшних на три дати (юнець 2012, 2013 та 2014 рр.) зменшить ефект коливання незалежних змшних [5].
Показники незалежних змшних, формули '¿хнього розрахунку та очжуваний зв'язок iз показником структури кашталу наведено в табл. 4.
Побудована нами регресшна модель може бути представлена таким чином:
Структура капталуit = a0 + a1 Можливотросту. t-3 + a2 Po3Mip i t-3 + a3 Рентабельтсть. i-3 + a4 Структура активiвi t-3 + a5 Лiквiдmстьi i-3+ u, t , де a0, av a2, a3, a4, a5 - параметри моделi;
u - випадкова складова;
i - окреме пiдприемство у вибiрцi;
t - перiод (для залежно'1 змiнноï);
t - 3 - середне для трьох перiодiв (для незалежних змшних).
Результати регресшного аналiзу п'ятифакторно'1 моделi впливу показниюв на структуру кашталу представлено в табл. 5 i табл. 6.
З табл. 5 бачимо, що показник R2, який ще нази-вають коефщентом детермшаци, вказуе на те, що 79,6% мшливосп структури кашталу пояснюеться вищевказа-ними незалежними змiнними. Показник R2, нормалiзо-ваний на кiлькiсть спостережень, е зазвичай бкьш кон-сервативним i водночас бкьш надiйним показником та становить 71,1% у нашому випадку, що е досить високим значенням. Стандартна помилка визначае мшливють фактичного значення залежно'1 змшно'1 вiд ïï обрахова-ного значення та становить 0,347.
Таблиця 4
Показники незалежних змшних моделi
Незалежш змшш моделi Показник Формула Очтуваний зв'язок iз залежною змiнною
Можливосп зростання Показник зростання актива (по вщ-ношенню до попереднього перюду) Актив t / Актив t1 Негативний
Розм1р п1дпри£мства Натуральний логарифм чистого доходу вщ реалвацп Ln (Чистий дох1д вщ реалвацп) Позитивний
Рентабельнкть Коеф|ц|£нт рентабельной актива Чистий прибуток / Актив Негативний
Структура активв Частка основних засоб1в в активах Основы засоби / Актив Позитивний
Л1кв1дн1сть Коефщкнт покриття Обороты активи / Поточн зобов'язання Негативний
<С
CQ I— О
S
СО
Q_ 1=
<
О
<
о
ш
Джерело: складено автором за матерiалами [6, 7, 10, 13, 14].
Перевiрка значущост п'ятифакторноУ моделi структури капiталу
Р-критер1й е показником значущост1 регреси та становить 9,37 у нашому випадку. Найбкьш важливим показником е значущкть F, який визначае ймов1ршсть, що результати регресшного анал1зу були отримаш ви-падково. У нашому випадку значущкть F означае, що кнуе менше 1% ймов1рност1 (0,079%), що результати регресшного анал1зу е випадковими та св1дчить про високу значущкть модел1.
У табл. 6 наведено показники п'ятифакторно! мо-дел1 структури кап1талу.
чим е Р-значення, тим вищою е значущкть коеф1ц1ента регреси. Якщо Р-значення становить 5% (або 0,05) та менше, вважаеться що коефщшнт регреси е значущим. У нашому випадку Р-значення для незалежних змшних розм1ру шдприемства, структури актив1в та л1кв1дност1 значно перевищують порогове значення у 5%, отже, даш зм1нн1 не мають впливу на структуру кашталу.
Р-значення змшно! можливост1 зростання становить 0,003, або 0,3%. Це означае, що кнуе лише 0,3% ймо-в1рност1, що отриман1 результати е випадковими, отже, кнуе 99,7% ймов1рност1, що дана зм1нна мае вплив на структуру кап1талу. Р-значення змшно! рентабельнос-т1 становить 0,001, або 0,1%. Це означае, що кнуе лише 0,1% ймов1рност1, що отримаш результати е випадковими, отже, кнуе 99,9% ймов1рност1, що дана змшна мае вплив на структуру кашталу.
Проанал1зувавши значущкть коефщшнпв регреси, ми бачимо, що лише два з п'яти коефщшнпв мають вплив на структуру кашталу. Тому побудуемо двохфак-торну модель структури кашталу, яка може бути представлена таким чином:
Структура капталу. { = а0 + а1 Можливот зростання. ¿-3 + а2 Рентабельность1 (-3.
Таблиця 6
Показник Значення
В2 0,796
Нормалвований В2 0,711
Стандартна помилка 0,347
Ктьюсть спостережень 18
Р-критер1й 9,37
Значущ1сть Р 0,00079
Коефщкнти регреси п'ятифакторноУ моделi структури кашталу
Змшж Коефiцiенти регресГУ (а) Стандартна помилка ^статистика Р-значення 95% довiрчий штервал
Нижня межа Верхня межа
Константа 0,569 2,128 0,267 0,794 -4,069 5,206
Можпивосп зростання 1,615 0,433 3,725 0,003 0,670 2,559
Розм1р п1дпривмства -0,082 0,134 -0,609 0,554 -0,374 0,211
Рентабельн1сть -4,434 1,005 -4,413 0,001 -6,623 -2,245
Структура актива -0,664 0,617 -1,075 0,304 -2,009 0,682
Л1кв1дн1сть 0,016 0,062 0,250 0,807 -0,120 0,151
Анал1зуючи результати регресшного анал1зу, перш за все необх1дно звернути увагу на показники значущост1 коефщшнпв регреси, а саме -на показники ¿-статистика 1 Р-значення. Найпросй-шою м1рою значимост1 коефщшнпв регреси е показ-ник ¿-статистики, який обраховуеться шляхом дкення коефщшнта регреси на його стандартну помилку. Чим вищим е значення показника ¿-статистики, тим б1льш значущим е коефщшнт регреси. Для визначення значу-щост1 даного показника необх1дно пор1вняти його з кри-тичним значенням ¿, яке у нашому випадку становить 2,12. Якщо показник ¿-статистики е бкьшим в1д його критичного значення, коеф1ц1ент регреси е значущим, якщо менше, то коефщшнт регреси не е значущим, тоб-то не мае суттевого впливу на залежну змшну. У нашому випадку показник ¿-статистики е бкьшим в1д його критичного значення лише для двох коефщшнпв регреси, а саме - показниюв зростання актив1в та рентабельност1 актив1в. Отже, можемо зробити висновок, що даш неза-лежн1 зм1нн1 мають вплив на структуру кашталу.
Р-значення також вказуе на значущкть коефщь енйв регреси та визначае процент ймов1рност1, що значення коефщшнта було отримано випадково. Чим ниж-
Результати регресшного анал1зу п'ятифакторно! модел1 впливу показник1в на структуру кашталу представлено в табл. 71 табл. 8.
Таблиця 7
Перевiрка значущост двохфакторноУ моделi структури капiталу
Показник Значення
В2 0,762
Нормалвований В2 0,730
Стандартна помилка 0,335
Ктьюсть спостережень 18
Р-критер1й 23,965
Значущкть Р 0,0000213
З табл. 7 бачимо, що показник Я2 становить 76,2%, а Я2, нормал1зований на ккьккть спостережень, становить 73,0%. Це означае, що змша показника структури кашталу на 73% пояснюеться змшами незалежних змшних.
F-критерiй становить 23,97, що е значно бкьше, шж у попереднш п'ятифакторнш моделi. Значущiсть F складае 0,002% i означае, що кнуе лише 0,002% ймовiр-
Коефщкнти регресп двохфакторноУ моделi структури кашталу
Змшш Коефщкнти регресп (а) Стандартна помилка ^статистика Р-значення 95% довiрчий штервал
Нижня межа Верхня межа
Константа -1,094 0,458 -2,390 0,0304 -2,070 -0,119
Можливост зростання 1,750 0,394 4,447 0,0005 0,912 2,589
Рентабельнкть -4,407 0,870 -5,067 0,0001 -6,261 -2,553
ностi, що результати регресiйного аналшу е випадкови-ми. Отже, можна стверджувати, що дана модель е зна-чущою з ймовiрнiстю 99,998%.
Як бачимо з табл. 8, значимкть коефщенив ре-гресГ! е дуже високою. Р-значення складае 0,0304 для константи, 0,0005 для змшно! можливостей зростання i 0,0001 для змшно! рентабельностi. Це означае, що кнуе лише 3,04% ймовiрностi для константи, 0,05% для можливостей зростання та 0,01% для рентабельности що даш коефщенти були отримаш випадково. Показник ¿-статистики е бкьшим, нiж його критичне значення 2,12 для усГх коефiцiентiв, отже, можемо зробити висно-вок, що коефщенти регресГ! е статистично значущими.
Таким чином, беручи до уваги даш з табл. 8, можемо побудувати таку регресшну модель:
Структура капталу. { = -1,09 + 1,75 • Зростання активiв - 4,41 • Рентабельность активiв.
Коефщент показника зростання активiв стано-вить 1,75 i е найкращим припущенням щодо впливу зростання активiв на структуру капiталу. Даний показник означае, що коефщент концентраци позичкового капiталу в середньому збкьшуеться на 1,75% при збкь-шенш показника зростання активiв на 1%, беручи до уваги, що показник рентабельностГ е незмшним.
Знайдена позитивна залежшсть мiж показником зростання активiв та рiвнем позичкового капiталу не вГдповГдае результатам бiльшостi дослiджень, в яких пе-реважно було знайдено негативну залежшсть мiж дани-ми показниками. Однак отримаш результати збиаються з припущенням С. Майерса про кнування позитивного зв'язку мiж можливостями зростання i довгостроковим боргом i негативного зв'язку мiж можливостями зростання i короткостроковим боргом [11]. Зважаючи на те, що у структурi позичкового фiнансування вибраних укра!нських пiдприемств значно переважають коротко-строковi джерела (у середньому вони складають 65% всього позичкового капiталу), знайдена позитивна залежшсть шдтверджуе припущення С. Майерса.
Коефщент рентабельностi активiв становить -4,4 i означае, що коефщент концентраци позичкового каш-талу в середньому зменшуеться на 4,4% при збкьшенш показника рентабельностi активiв на 1%, беручи до уваги, що показник зростання активiв е незмшним.Отри-манi результати шдтверджують теорiю ГерархГ! джерел фiнансування, яка стверджуе, що шдприемства надають перевагу внутршшм джерелам фiнансування над зо-внГшнГми, зважаючи на теорiю шформацшно! асиметрГ!. Водночас результати протирiчать висновкам М. Мклера г Ф. Модкьяш, що пiдприемства з високим рГвнем при-
бутку мають високий рГвень позичкового фГнансування з метою отримання переваг податкового щита.
ДовГрчий штервал, обрахований у табл. 8, вказуе нижню Г верхню межГ коефгщентГв регресГ!, мГж якими знаходяться даш коефщенти з ймовГрнГстю 95%. У нашо-му випадку ми можемо зазначити, що фактичний вплив зростання активГв на коефщент концентраци позичкового капГталу знаходиться в межах вГд 0,91% до 2,59% зростання концентраци позичкового капГталу на кожен 1% збГльшення показника зростання активГв. Також можемо зазначити, що фактичний вплив рентабельностГ активГв на коефщент концентраци позичкового капГталу знаходиться в межах вГд 6,26% до 2,55% зменшення показника концентраци позичкового капГталу на кожен 1% збГльшення показника рентабельностГ активГв.
ВИСНОВКИ
Автором визначено, що вибраш украшсью корпора-тивнГ пГдприемства фГнансують свою дшльшсть з власних Г позичкових коштГв рГвною мГрою. У структурГ позичко-вих джерел фГнансування можна простежити значне пе-реважання короткострокового фГнансування порГвняно з довгостроковим. Основним джерелом позичкового фГнансування обраних пГдприемств е кредиторська заборго-ванГсть, а банкГвське кредитування (як довгострокове, так Г короткострокове) займае досить малу частку у структурГ фГнансування. Це свГдчить про ефективне використання обраними пГдприемствами торгового кредиту як дешевого джерела позичкових коштш Г водночас вГдображае небажання звертатися до банкГвського кредитування за рахунок високих процентних ставок.
Для визначення напряму та значущостГ впливу факторГв на структуру капГталу вибраних украшських пГдприемств автором було побудовано п'ятифакторну економетричну модель структури капГталу. Визначено таю фактори впливу на структуру капГталу, як можли-востГ зростання, розмГр шдприемства, рентабельшсть, структура активГв та лжвГдшсть.
У статтГ доведено наявшсть позитивного зв'язку мГж показником зростання активГв та рГвнем позичкового капГталу. Знайдена позитивна залежшсть не вГдповГ-дае результатам бкьшосй емпГричних дослГджень, про-те пГдтверджуе припущення С. Майерса про наявшсть позитивно! залежностГ мГж можливостями зростання та рГвнем короткострокового позичкового капГталу. Також у статтГ доведено наявшсть негативного зв'язку мГж рентабельною активГв та рГвнем позичкового капГталу вибраних украшських пГдприемств. Знайдеш результати шдтверджують теорш ГерархГ! джерел фГнансування, проте протирГчать висновкам М. Мклера Г Ф. Модкья-
Hi щодо переваг податкового щита. Водночас визначено, що такi показники, як розмiр пiдприeмства, структура активiв та лiквiднiсть не мають суттевого зв'язку 3i структурою капiталу обраних пiдприемств. ■
Л1ТЕРАТУРА
1. Агентство з розвитку шфраструктури фондового ринку Укра'ши [Електронний ресурс]. - Режим доступу: http://smida. gov.ua.
2. Фондова бiржа ПФТС [Електронний ресурс]. - Режим доступу: http://www.pfts.ua.
3. Укра'шська бiржа [Електронний ресурс]. - Режим доступу: http://www.ux.ua.
4. Гршченко В. О. Теоретичнi концепцп оптимiзацiï структури капiталу пiдпри£мств / В. О. Гршченко // Менеджмент i лопстика - перспективнi напрями розвитку економки кра'ш СНД: збiрник матерiалiв мiжнародноï науково-практичноТ кон-ференцп (м. Сiмферополь, 21-22 червня 2013 року) / Наукове об'£днання «Economics». - Смферополь : НО «Economics», 2013. -С. 63-65.
5. Наконечний С. I. Економетрiя : пщручник / С. I. Нако-нечний, Т. О. Терещенко, Т. П. Романюк. - К. : КНЕУ, 2004. - 520 с.
6. Bevan, A. Capital Structure and its Determinants in the UK: A Decompositional Analysis / A. Bevan, J. Danbolt // Applied Financial Economics. - 2002. - Vol. 12, No. 3. - P. 159-170.
7. Bragg, S. Business ratios and formulas: a comprehensive guide / S. Bragg. - 3rd Edition // JohnWiley&SonsInc, 2012. - 384 p.
8. Harris, M. Corporate Control Contests and Capital Structure / M. Harris, A. Raviv // Journal of Financial Economics. - 1988. -Vol. 20. - P. 55-86.
9. Modigliani, F. The Cost of Capital, Corporate Finance and the Theory of Investment / F. Modigliani, M. H. Miller // American Economic Review. - 1958. - Vol. 48, No. 3. - P. 261-297.
10. Modigliani, F. Corporate Income Taxes and the Cost of Capital: A Correction / F. Modigliani, M. H. Miller // American Economic Review. - 1963. - Vol. 53, No. 3. - P. 433-443.
11. Myers, S. C. Determinants of Corporate Borrowings / S. C. Myers // Journal of Financial Economics. - 1977. - Vol. 5, No. 2. - P. 147-175.
12. Myers, S. C. The Capital Structure Puzzle / S. C. Myers // Journal of Finance. - 1984. - Vol. 39, No. 3. - P. 575-592.
13. Myers, S. C. Corporate Financing Decisions and Investment Decisions When Firms Have Information That Investors Do Not Have / S. C. Myers, N. Majluf // Journal of Financial Economics. -1984. - Vol. 13, No. 2. - P. 187-221.
14. Rajan, R. G. What Do We Know about Capital Structure? Some Evidence from International Data / R. G. Rajan, L. Zingales // Journal of Finance. - 1995. - Vol. 50, No. 5. - P. 1421-1460.
15. Titman, S. The Determinants of Capital Structure Choice / S. Titman, R. Wessels // Journal of Finance. - 1988. - Vol. 43, No. 1. -P. 1-19.
Bragg, S. Business ratios and formulas: a comprehensive guide: John Wiley & Sons Inc., 2012.
Fondova birzha PFTS. http://www.pfts.ua
Hrinchenko, V. O. "Teoretychni kontseptsii optymizatsii struktury kapitalu pidpryiemstv" [Theoretical concepts optimizing the capital structure of enterprises]. Menedzhment i lohistyka -perspektyvni napriamy rozvytku ekonomiky krain SND. Simferopol: Economics, 2013.63-65.
Harris, M., and Raviv, A. "Corporate Control Contests and Capital Structure". Journal of Financial Economics, vol. 20 (1988): 55-86.
Modigliani, F., and Miller, M. H. "The Cost of Capital, Corporate Finance and the Theory of Investment". American Economic Review, vol. 48, no. 3 (1958): 261-297.
Modigliani, F., and Miller, M. H. "Corporate Income Taxes and the Cost of Capital: A Correction". American Economic Review, vol. 53, no. 3 (1963): 433-443.
Myers, S. C. "Determinants of Corporate Borrowings". Journal of Financial Economics, vol. 5, no. 2 (1977): 147-175.
Myers, S. C. "The Capital Structure Puzzle". Journal of Finance, vol. 39, no. 3 (1984): 575-592.
Myers, S. C., and Majluf, N. "Corporate Financing Decisions and Investment Decisions When Firms Have Information That Investors Do Not Have". Journal of Financial Economics, vol. 13, no. 2 (1984): 187-221.
Nakonechnyi, S. I., Tereshchenko, T. O., and Romaniuk, T. P. Ekonometriia [Econometrics]. Kyiv: KNEU, 2004.
Rajan, R. G., and Zingales, L. "What Do We Know about Capital Structure? Some Evidence from International Data". Journal of Finance, vol. 50, no. 5 (1995): 1421-1460.
Titman, S., and Wessels, R. "The Determinants of Capital Structure Choice". Journal of Finance, vol. 43, no. 1 (1988): 1-19.
Ukrainska birzha. http://www.ux.ua
Науковий кер1вник - Терещенко О. О., доктор економтних наук, професор, завщувач кафедри корпоративних фшанав i контролшгу Кивського нацюнального економiчного ушверситету iм. Вадима Гетьмана
REFERENCES
Ahentstvo z rozvytku infrastruktury fondovoho rynku Ukrainy. http://smida.gov.ua
Bevan, A., and Danbolt, J. "Capital Structure and its Determinants in the UK: A Decompositional Analysis". Applied Financial Economics, vol. 12, no. 3 (2002): 159-170.
